Thuộc tính
Nội dung
Tiếng Anh (English)
Văn bản gốc/PDF
Lược đồ
Liên quan hiệu lực
Liên quan nội dung
Thuộc tính
Tải về
Các bản dự thảo

Đang tải văn bản...

Tiêu chuẩn quốc gia TCVN 11183:2015 về Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Xếp hạng

Số hiệu:	TCVN11183:2015	Loại văn bản:	Tiêu chuẩn Việt Nam
Nơi ban hành:	***	Người ký:	***
Ngày ban hành:	Năm 2015	Ngày hiệu lực:
ICS:	67.240	Tình trạng:	Đã biết

Người thử	Mẫu				Tổng thứ hạng
Người thử	A	B	C	D	Tổng thứ hạng
1 2 3 4 5 6 7	1 4 1 1 3 2 2	2 1,5 3 3 1 1 1	3 1,5 3 4 2 3 4	4 3 3 2 4 4 3	10 10 10 10 10 10 10
Tổng thứ hạng đối với mẫu	14	12,5	20,5	23	70
CHÚ THÍCH: Do mỗi người thử được ấn định cùng bộ thứ hạng nên tổng các hàng là như nhau và bằng 0,5 x p(p +1), trong đó p là số lượng mẫu.

Bảng 2 - Giá trị tới hạn đối với hệ số tương quan Spearman

Số lượng mẫu

Mức ý nghĩa (α)

α = 0,05

α = 0,01

0,886

—

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

0,929

0,738

0,881

0,700

0,833

0,648

...

0,618

0,755

0,587

0,727

...

0,560

0,703

0,538

0,675

0,521

0,654

...

0,635

0,485

0,615

0,472

0,600

0,460

...

0,447

0,570

0,435

0,556

...

0,425

0,544

0,415

0,532

0,406

0,521

...

0,511

0,390

0,501

0,382

0,491

0,375

...

0,368

0,475

0,362

0,467

Bảng 3 - Các giá trị tới hạn của kiểm định Page trong trường hợp thiết kế khối hoàn chỉnh

Số người thử

Số lượng mẫu (hoặc sản phẩm) p

...

Mức ý nghĩa

α = 0,05

Mức ý nghĩa

α = 0,01

...

104

116

128

141

153

165

178

190

202

...

227

239

251

189

214

240

266

292

317

...

368*

394*

420*

445*

471*

496*

522*

338

384

...

477

523

570

615*

661*

707*

754*

800*

846*

...

937*

550

625

701

777

852

928

1003*

1078*

...

1228*

1303*

1378*

1453*

1528*

835

950

1065

1180

...

1410

1525*

1639*

1754*

1868*

1982*

2097*

2217*

2325*

...

1371

1537

1703

1868

2035

2201*

2367*

2532*

2697*

...

3028*

3193*

3358*

106

119

131

144

156

...

181

194

206

218

231

243

256

193

220

...

272

298

324

350*

376*

402*

427*

453*

479*

...

531*

346

393

441

487

534

584

628*

674*

...

767*

814*

860*

906*

953*

563

640

717

793

...

946

1022*

1098*

1174*

1249*

1325*

1401*

1476*

1552*

...

972

1088

1205

1321

1437

1553*

1668*

1784*

1899*

...

2130*

2245*

2360*

1232

1401

1569

1736

1905

2072

...

2407*

2574*

2740*

2907*

3073*

3240*

3406*

CHÚ THÍCH: Các giá trị được đánh dấu sao (*) là các giá trị tới hạn, được tính bằng phương pháp xấp xỉ, sử dụng phân phối chuẩn.

Bảng 4 - Các giá trị tới hạn (F) đối với kiểm định Friedman (mức rủi ro 0,05 và 0,01)^[6]

...

Số lượng mẫu (hoặc sản phẩm) p

...

Mức ý nghĩa

α = 0,05

Mức ý nghĩa

α = 0,01

7,143

7,8

...

10,62

12,07

8,857

10,371

11,97

13,69

15,35

6,250

...

9,19

10,68

12,14

9,000

10,35

12,14

13,87

15,53

...

7,66

9,22

10,73

12,19

9,667

10,44

12,27

14,01

15,68

...

6,200

7,67

9,25

10,76

12,23

9,600

10,53

12,38

14,12

...

6,545

7,68

9,27

10,79

12,27

9,455

10,60

12,46

...

15,89

6,167

7,70

9,29

10,81

12,29

9,500

10,68

...

14,28

15,96

6,000

7,70

9,30

10,83

12,37

9,385

...

12,58

14,34

16,03

6,143

7,71

9,32

10,85

12,34

...

10,76

12,64

14,40

16,09

6,400

7,72

9,33

10,87

...

8,933

10,80

12,68

14,44

16,14

5,99

7,73

9,34

...

12,37

8,79

10,84

12,72

14,48

16,18

5,99

7,73

...

10,89

12,38

8,81

10,87

12,74

14,52

16,22

5,99

...

9,36

10,90

12,39

8,84

10,90

12,78

14,56

16,25

...

7,74

9,36

10,91

12,40

8,86

10,92

12,81

14,58

16,27

...

5,99

7,74

9,37

10,92

12,41

8,87

10,94

12,83

14,60

...

5,99

7,81

9,49

11,07

12,59

9,21

11,34

13,28

...

16,81

CHÚ THÍCH 1: Giá trị F có thể chỉ là các giá trị gián đoạn, tính gián đoạn sẽ rất rõ rệt đối với các giá trị j và p nhỏ. Do đó, không thể thu được các giá trị tới hạn tương ứng hoàn toàn với các rủi ro 0,05 và 0,01.

CHÚ THÍCH 2: Các giá trị in nghiêng thu được bằng phương pháp xấp xỉ với phân phối c².

Bảng 5 - Các giá trị tới hạn của phân phối c² (mức rủi ro: 0,05 và 0,01)

Số lượng mẫu (hoặc sản phẩm)

Số bậc tự do của X²

(v = p -1)

Mức ý nghĩa

...

α = 0,05

α = 0,01

5,99

9,21

7,81

...

9,49

13,28

11,07

15,09

...

12,59

16,81

14,07

18,47

15,51

...

16,92

21,67

...

18,31

23,21

19,67

24,72

21,03

...

22,36

27,69

23,68

29,14

...

25,00

30,58

26,30

32,00

27,59

...

28,87

34,80

30,14

36,19

...

31,4

37,6

32,7

...

33,9

40,3

35,2

41,6

...

36,4

43,0

37,7

44,3

38,9

...

40,1

47,0

41,3

48,3

...

42,6

49,6

Bảng 6 - Các giá trị tới hạn đối với kiểm định dấu (hai phía)

Số người thử

(j)

Mức ý nghĩa

Số người thử

(j)

Mức ý nghĩa

...

α = 0,01

α = 0,05

α = 0,01

...

Đối với các giá trị j lớn hơn 90, có thể tính các giá trị tới hạn gần đúng bằng cách lấy số nguyên gần nhất nhỏ hơn , trong đó k bằng 0,980 0 đối với α = 0,05 và bằng 1,287 9 đối với α = 0,01.

Phụ lục A

(tham khảo)

Thiết lập các điều kiện thử nghiệm

Bảng A.1 - Lựa chọn các thông số của phép thử dựa trên mục đích sử dụng

Mục đích của phép thử

Năng lực của người thử

...

Phương pháp thống kê

So sánh với thứ tự đã biết (thử năng lực người thử)

Chưa biết thứ hạng của sản phẩm (so sánh các sản phẩm)

2 sản phẩm

> 2 sản phẩm

Đánh giá năng lực cá nhân

Người thử được chọn hoặc chuyên gia thử cảm quan được chọn

Không giới hạn

Kiểm định Spearman

...

Kiểm định Friedman

Đánh giá năng lực của nhóm

Người thử được chọn hoặc chuyên gia thử cảm quan được chọn

Không giới hạn

Kiểm định Page

Đánh giá sản phẩm theo tiêu chí mô tả

Người thử được chọn hoặc chuyên gia thử cảm quan được chọn

Tốt nhất là từ 12 đến 15

Đánh giá sản phẩm theo xu hướng thị hiếu

...

Tối thiểu 60 mỗi nhóm đối tượng người tiêu dùng (ô và phần)

Phụ lục B

(tham khảo)

Ví dụ áp dụng thực tế - Thiết kế khối hoàn chỉnh

Các kết quả của mười bốn người thử thực hiện trên một dãy mẫu thử được tổng hợp trong Bảng B.1.

Bảng B.1 - Ví dụ về đánh giá

Người thử

...

Giá trị F_thử từ kiểm định Friedman được tính như sau.

Từ j = 14, p = 5, R₁ = 33, R₂ = 53, R₃ = 52, R₄ = 45, R₅ = 27:

F_thử =

Giá trị 15,31 lớn hơn giá trị nêu trong Bảng 4 đối với j = 14, p = 5 ở mức ý nghĩa 0,05 (bằng 9,32); do đó có thể kết luận rằng với rủi ro của sai số nhỏ hơn hoặc bằng 5 % thì năm mẫu được cảm nhận khác biệt.

...

(ở mức rủi ro 0,05)

Ở mức rủi ro 0,05, chênh lệch giữa A và B, A và C, E và B, E và C, E và D là đáng kể, chênh lệch về tổng thứ hạng của chúng tương ứng là:

A - B: | 33 - 53 | = 20 E - B: | 27 - 53 | = 26

A - C: | 33 - 52 | = 19 E - C: | 27 - 52 | = 25

E - D: | 27 - 45 | = 18

Phép phân tích cuối cùng có thể cho kết quả được biểu thị như sau:

Ý nghĩa của phần gạch chân như sau:

- hai mẫu không kết nối bằng phần gạch chân liền là khác biệt đáng kể (ở mức rủi ro 0,05);

...

- A và E không phân biệt được, được xếp hạng trước đáng kể so với nhóm D, C và B, nhóm này cũng không phân biệt được. Có ba nhóm gồm nhóm chứa A và E, nhóm chứa A và D, nhóm chứa B, D và C.

Trong trường hợp có lý do chính đáng để giả định tiên nghiệm trước khi thử nghiệm rằng: thứ hạng của E ≤ thứ hạng của A ≤ thứ hạng của D ≤ thứ hạng của C ≤ thứ hạng của B

thì có thể dùng phép thử Page để kiểm tra giả thuyết một phía này.

Khi đó, giá trị L trong phép thử Page được tính như sau:

L = (1 x 27) + (2 x 33) + (3 x 45) + (4 x 52) + (5 x 53) = 701

Giá trị tới hạn từ kiểm định Page đối với p = 5, j = 14, α = 0,05 là 661 (xem Bảng 3).

Vì L lớn hơn 661 nên giả thuyết không đối với việc hoàn toàn không có khác biệt giữa các mẫu ở mức rủi ro α = 0,05 bị bác bỏ.

Để kết luận đối với ví dụ này:

a) dựa trên kiểm định Friedman

...

b) xem xét đến kiểm định Page

- những người thử nhận diện sự khác biệt giữa các mẫu ở mức rủi ro α = 0,05; thứ hạng được giả định từ trước đã được xác nhận.

Phụ lục C

(tham khảo)

Ví dụ áp dụng thực tế - Thiết kế khối không hoàn chỉnh đã cân bằng

Các kết quả của mười người thử thực hiện trên ba trong số năm mẫu thử với thiết kế khối không hoàn chỉnh đã cân bằng được tổng hợp trong Bảng C.1.

Bảng C.1 - Ví dụ về đánh giá

Người thử

...

Tổng thứ hạng

...

Giá trị F_t_hử từ kiểm định Friedman được tính như sau.

Từ j = 10, p = 5, k = 3, n = 6, g = 3, r = 1, R₁ = 8, R₂ = 13, R₃ = 15, R₄ = 16, R₅ = 8:

F_t_hử =

Giá trị 11,6 lớn hơn giá trị nêu trong Bảng 4 đối với p = 5 ở mức ý nghĩa 0,05 (bằng 9,25); do đó có thể kết luận rằng với rủi ro của sai lỗi ít hơn hoặc bằng 5 % thì năm mẫu có sự khác biệt.

Ngoài ra, cũng có thể kết luận rằng hai mẫu riêng lẻ là khác biệt nếu chênh lệch tuyệt đối giữa các tổng thứ hạng của chúng lớn hơn:

(ở mức rủi ro 0,05)

ở mức rủi ro 0,05, chênh lệch giữa A và C, A và D, C và E, E và C, D và E là đáng kể, chênh lệch về tổng thứ hạng của chúng tương ứng là:

A - C: | 8 - 15 | = 7 C - E: | 15 - 81 | = 7

...

Phép phân tích cuối cùng có thể cho kết quả được biểu thị như sau:

Trong trường hợp có lý do chính đáng để giả định tiên nghiệm trước khi thử nghiệm rằng:

thứ hạng của E ≤ thứ hạng của A ≤ thứ hạng của D ≤ thứ hạng của C ≤ thứ hạng của B

thì có thể dùng phép thử Page để kiểm tra giả thuyết một phía này.

Giá trị L trong phép thử Page được tính như sau:

L = (1 x 8) + (2 x 8) + (3 x 16) + (4 x 15) + (5 x 13) = 197

Vì p = 5, k = 3, j = 10 nên giá trị L’ trở thành:

...

Để kết luận đối với ví dụ này:

a) dựa trên kiểm định Friedman

- ở mức rủi ro 0,05 , tổng thứ hạng của A và E nhỏ hơn đáng kể so với C và D. B không có khác biệt đáng kể so với bốn mẫu còn lại;

b) dựa trên kiểm định Page

- những người thử nhận diện sự khác biệt giữa các mẫu ở mức rủi ro α = 0,01; thứ hạng được giả định trước đã được xác nhận.

Phụ lục D

(tham khảo)

Ví dụ về phiếu trả lời

...

Anh/chị hãy nếm các mẫu từ trải qua phải:

Ghi mã số theo thứ tự tăng dần về độ ngọt vào các ô dưới đây:

Nhỏ nhất

...

Lớn nhất

Mã số

Ý kiến:

...

[1 ] TCVN 4831 (ISO 5495), Phân tích cảm quan - Phương pháp luận - Phép thử so sánh cặp đôi

[2] Friedman, M. The use of ranks to avoid the assumptions of normality implicit in the analysis of variance, Journal of the American Statistical Association, 32, 1937, pp. 675-701

[3] Page, E.B. Ordered hypotheses for multiple treatments: a significance test for linear ranks, Journal of the American Statistical Association, 58, 1963. pp. 216-230

[4] XP V09-500, Analyse sensorielle - Méthodologie - Directives générales pour la réalisation d’épreuves hédoniques en laboratoire d’évaluation sensorielle ou en salle en conditions contrôlées impliquant des consommateurs

[5] COCHRAN, W.G. and COX, G.M. Experimental Designs. John Wiley & Sons, Inc., Chapter 11, Balanced Incomplete Blocks, 1950, pp. 315-346

[6] LOTHAR, S. Applied Statistics, a Handbook of Techniques, Springer Series in Statistics, Springer- Verlag, 1982

1) Trong trường hợp này, mỗi thuộc tính được thử bởi một phép thử khác nhau trên cùng sản phẩm với mã khác nhau và được trình bày với thứ tự khác nhau đối với cùng một người thử cảm quan.

*) ISO 8566-1:1993 và ISO 8586-2:2008 đã được thay thế bởi ISO 8586:2012 Sensory analysis - General guidelines for the selection, training and monitoring of selected and expert assessors (Phân tích cảm quan - Hướng dẫn chung đối với việc lựa chọn, huấn luyện và giám sát người thử được chọn và chuyên gia đánh giá).

2) Cần tránh xếp hạng đồng nhất (xếp các mẫu với cùng một thứ hạng), chỉ xếp hạng đồng nhất khi người thử không thể phân biệt các mẫu.